中国股票市场价格波动与经济波动，本文主要内容关键词为：中国论文,市场价格论文,股票论文,经济论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中国分类号：F830.91
1 引言
现实中，为什么股票市场经常会大起大落，出现牛市、熊市？西方不少经济学家对此进行了深入研究，许多经济学家认为股票价格走势与国内经济运行状况有着密切的关系。他们把股票价格波动归结为经济大环境的变化，认为股票市场价格波动主要是由经济周期、货币供给、利率、通货膨胀率、公司业绩等经济变量所决定的。一定实证研究也支持这一观点：Umstead[1]和Fama[2]的研究结果表明， 股票价格和实际经济增长存在正相关关系；Spiro[3]和Cochrane[4] 发现经济波动影响股票价格，宏观经济变量如实际产出、利率可以很好地解释股票市场的运动；Eve liljeblom和Marianae[5]采用Var方法研究二者之间的关系，结果表明股票市场波动和经济波动显著相关。
我国股票市场创立至今虽然不到10年时间，却经历了几次大的上升和下降变动，而且每一次趋势的反转（状态转移）都与政府干预和市场制度的变迁有关。那么，我国股票市场长期趋势（牛市、熊市）的形成是否与经济景气的变化存在协整关系，政府对股票市场的调控和干预是否适时，即是否在股票价格走势与经济运行出现背离之时进行，本文试采用协整检验（Co－integration test）和Granger－causality检验方法，对此问题进行分析与评价。
2 协整检验和Granger－causality检验——意义和方法
股价波动与经济景气波动的协整检验是对二者是否存在长期均衡关系的检验。股票市场价格波动的宏观经济决定理论表明，如果经济变量（经济杠杆）对股票市场正常地发挥作用，如果市场交易者按照对宏观经济的理性预期做出行为决策，那么股票市场价格走势必然与宏观经济走势紧密相联；经济变量是通过交易者的预期对股票施加影响并引起波动的，“预期”有正确的和错误的，有理性的和非理性的。一个运转正常的市场，一个理性的市场，其交易群体中理性交易者应占主导地位，他们对经济的预期、判断会有失误之时，但短期内错误的预期所造成的股票市场波动与经济波动的暂时偏离会通过交易者对经济预期的不断调整加以修正。最终，从长期看，股票市场波动与经济波动将形成一种均衡关系。因此，从理论上我们能够运用协整检验理论和方法对这种关系进行研究，并可通过分析检验二者的协整性来评估股票价格走势是否理性、健康。也就是说，如果股价走势与经济景气变化存在协整关系，说明股价趋势的形成有着经济背景的支持，从二者关系方面（当然这不是唯一的评价方面）可以认为股票市场是健康的和理性的；反之，如果二者的协整关系不成立，可能预示市场潜伏着问题和危机，通过分析二者不协整的原因，揭示问题，可以为政府监管和调控提供决策依据。
以y[,t]代表股票市场价格指标，以x[,t]代表经济指标，若y[,t] 和x[,t]都是I（d），则x[,t]和y[,t]的线性组合
z[,t]＝y[,t]－bx[,t]也是I（d）。如果股票市场价格波动与经济波动存在长期均衡关系，则必然存在一个常数b，使得z[,t]是I（0）。这里b为协整系数，且b是唯一的。
股票市场价格波动与经济波动短期内暂时偏离均衡状态是存在的，二者的长期均衡关系是通过对这种短暂的偏离不断修正实现的，因此，客观上可用Engle－Granger[6]提出的误差修正模型（ECM）来刻画二者的长期均衡和短期修正过程。其理论模型为：
这里△表示差分处理，m、q分别表示△y、△x最大滞后阶数（Lag），ε[,1t]和ε[,2t]是零均值、不存在序列相关的随机误差项。模型中z[,t]用于描述长期均衡关系，滞后差分项Lag（△y[,t]，△x[,t]）描述短期偏离。
关于协整检验， 经济学家和统计学家们提出了许多不同方法，Johansen检验[7]提供的基于Var（向量自回归）误差修正模型表达式的所有协整系统的检验，具有更强的检验能力。本文拟采用Johansen最大概率方法。按照这一方法，如果计算得到的统计量值低于临界值，则不能拒绝无协整关系（即零个协整矩阵，r=0）的零假设。
现实中，当股票价格变化呈现某种趋势时，如果股票的某种趋势与经济的变化存在长期均衡关系，那么，到底是经济变量决定股票价格还是股票价格影响了经济变动？间或二者是一种互为因果的关系？对此我们用文献[6]提出的Granger－causality检验方法可以进一步识别。
在公式（2）中，如果ψ（j＝1，…，q）显著不为0，则表明△x[,t]引起△y[,t]（△x[,t]→△y[,t]）；同理，如果ψ[*][,j]（j＝1，…，q[*]）显著不为0，则△y[,t]是△x[,t]的一个影响因素（△y[,t]→△x[,t]）。在系数ψ[,j]，ψ[*][,j]＝0的零假设下使用F 统计量，可以完成Granger－causality检验。
3 数据分析与结果
3.1 我国股票价格变动的历史分期
为了考察牛市、熊市与经济景气变化之间的关系，需要依据一些标准将股价变动的整个历史时期分成不同的阶段。阶段划分必须抓住股票市场价格变化的特征，以及市场自身的发展条件。本文对我国股票市场价格变动的历史分期依据两个方面：我国股票市场价格变化的特征；我国股票市场的发展条件，正府干预和市场制度变迁。
依据上面的分期标准，我们将股价波动分为7个阶段：90.12-92.07（即1990年12月至1992年7月的简写，以下相同）；92.07-92.10； 92.10-93.02；93.02-94.07；94.08-96.01；96.01-96.12；96.12-98.12，并重点考察其中4个阶段。这4个阶段的分期以及股价走势和市场制度的特点见表1。
3.2 数据指标的选取
从股价走势图（图略）可以看出，尽管8 年来深沪两个市场在波动幅度上有所差异，走势强弱曾出现过交替，但总体趋势是一致的；计算上证综合指数和深圳成份指数的相关系数，其值为0.884， 也说明上证综合指数和深圳成份指数有较强的相关性，因此，这里选择上证综合指数以其代表我国股票价格的总水平。同时考虑到国家统计局经济景气监测中心所发布的国民经济景气评分具有权威性，可以综合反映我国国民经济波动状况，因此，以它代表我国宏观经济总体运行水平。利用1990年1月－1998年12 月月度数据资料（原始数据资料来源于国家统计局经济景气监测中心），按照表1所划定的历史分期进行分析与检验。 为了解决在96.01-96.12期间样本不足给实际检验带来的困难， 本文采用三次样条插值法分别将这一时期两个序列样本数据个数（12个）扩展为原数据个数的一倍（24个），而后实施检验。
表1 我国股份波动形成明显趋势的4个阶段
阶段(起止时间)股价波趋势 制度、政策状况 制度、政策变迁
90.12-92.07 上升 T+0;涨跌限制; 1992年5月开始
市场容量小 加快扩容
93.02-94.07 下跌 T+0;无涨跌限制; 1994年7月39日
急速扩容 暂停扩容等五项
"救市"措施出台
96.01-96.12 上升 T+1;无涨跌限制 1996年12月16日发
表社论,涨跌停板
等制度出台
96.12-98.12 盘跌 T+1;涨跌限制
3.3 检验结果
在进行协整检验之前，首先对上证指数序列（Y[,t] ）和经济景气分数序列（X[,t]）分别进行单位根检验（Unit root test）， 以确定每个序列单整的阶数。检验结果（见表2）表明， 水平序列（原序列）含有单位根的零假设不能被拒绝，而一阶差分序列检验结果拒绝有单位根的零假设，这表明4个阶段两个变量的原序列都是I（1）序列， 即非平稳序列，而他们的一阶差分序列都是I（0）序列，即平稳序列。
在两个序列是I（1）的基础上，我们进行二者的协整关系检验（见表3）。从表3可以看出，第1阶段、第2阶段计算得到的统计量值低于显著水平为5%的临界值，不能拒绝没有协整关系的零假设。 这说明股票价格第1阶段的上升趋势和第2阶段的下降趋势与宏观经济运行之间没有形成长期均衡关系。而第3阶段和第4阶段的统计量值大于临界值，由此我们拒绝没有协整关系的零假设，说明第3 阶段股票价格的上升趋势和第4阶段的盘跌趋势与整个宏观经济运行保持着一种长期均衡关系， 有着某种必然的联系。
表2 ADF检验统计量（T[,t]）
第1阶段第2阶段第3阶段 第4阶段
(90.12-92.07) (93.02-94.07) (96.01-96.12) (96.12-98.12)
Lags [,t]
Lags τ[,t]
Lags τ[,t]
Lags τ[,t]
Y 1 0.55911
-1.3996
1
-0.5822 3 -0.3462
X 1 1.76091
-0.5535
1
-0.5878 1 -0.4734
一阶差分序列
D(Y)
1
-3.0310 1 -4.0752
0-3.1259
2 -4.3021
D(X)
1
-2.3858 1 -3.3960
0-2.3238
0 -4.3387
统计量τ[,t]基于Augmented Dickey-Fuller回归模型得到。 其模型表达式为：
滞后阶数（Lag）根据AIC准则确定。
第一阶段至第4阶段ADF5%显著水平的临界值分别为-1.9627、-169614、-1.9583、-1.9552。如果水平序列ADF统计量的绝对值τ[,t]小于-1.96的绝对值，说明原序列是非稳定的；如果一阶差分序列的统计量τ[,t]大于临界值（以绝对值水平看），则原序列一阶差分后是稳定的，即为I（1）序列。
表3 协整检验结果（in VAR lag＝2）
假设 5% 检验统计量(Statistic)
H[,0]
H[,1] 临界值 90.12-94.07
93.02-94.07
r=0 r=115.41 11.86 3.71
r=1 r=2 3.76 0.64 0.04
结论
r=0 r=0
假设 5% 检验统计量(Statistic)
H[,0]
H[,1]
96.01-96.12 96.12-98.12
r=0 r=1 24.33 17.41
r=1 r=2 3.694.36
结论 r=1r=2
r表示协整矩阵的数目。
进一对第3、第4阶段进行Granger因果关系检验，检验结果（见表4）显示，这两个阶段经济景气（X）没有引起股价波动（Y）。检验统计量的概率值分别为0.11426和0.08394，表明第3、第4阶段经济景气（X）没有引起股价波动（Y）的零假设在5%的显著水平下不能被拒绝，但在10%的显著水平下第4阶段的这一零假设被拒绝，这说明以90 %的概率可以保证第4阶段股价的变化趋势是由经济景气变化导致的， 经济景气变化是引起股价变化的一个直接原因。反过来，第4阶段股价波动（Y）没有引起经济景气（X）变化（Y does not Granger Gause X）的零假设在5%的显著水平下不能被拒绝，而第3阶段这一零假设被拒绝，说明这一时期股价波动是经济景气变化的一个直接原因。
表4 Granger因果关系检验
零假设
Lags
F-Statistic
Probability
第3阶段(96.01-96.12)
Y does not Granger Gause X3 4.71435 0.01939
X does not Granger Gause Y3 2.40557 0.11426
第4阶段(96.12-98.12)
Y does not Granger Cause X3 0.74167 0.54104
X does not Granger Gause Y3 2.59959 0.08394
4 结论
从上面的检验结果可以看出，我国第1阶段（90.12-92.07）股票价格的上升趋势（牛市）和第2阶段（93.02-94.07）的下跌趋势（熊市）与宏观经济景气变化不存在长期均衡关系，这与我国实际情况是吻合的。在第1阶段我国股市正处在初创时期，市场容量较小， 股票需求大于供给，是这一时期股价上升趋势形成的主要原因。1992年5 月我国政府开始加快扩容。由于扩容过速，股市上扬所需的资金有限，给股民心理造成压力，从而造成第2阶段股价的持续下跌， 致使这一时期股价走势与经济景气变化并不表现为一种协整关系。在这种情况下，1994年7 月30日政府出台了暂停扩容等五项“救市”措施，应该说政府的干预行为是正确的。第3阶段（96.01-96.12）的股价上升趋势和第4阶段（96.12-98.12）的盘跌趋势与宏观经济景气变化存在长期均衡关系，说明这两个时期股价波动与宏观经济景气变化有着某种必然的联系，这与实际较为相符。在第3阶段，我国经济实现软着陆，经济形势好转，股价随之上升。但是，行情发展到后来，市场违规现象屡屡发生，谣传四起，股民投资理念非理性，在此情况下，1996年12月16日《人民日报》发表社论，政府出台涨跌停板等制度以期控制市场风险。
我们认为，这一时期的股价上扬有着经济背景的支持，到后来政府的政策制度干预也是必要的，只是政府在控制市场风险的同时若能注意到控制政策风险，可能运用政策工具调控市场的效果会更好。在第4 阶段我国经济多多少少受到东南亚金融危机的影响，经济景气分值下降，股价呈现出盘跌趋势也是理所当然。总体而言，从股价波动与宏观经济协整关系角度评估市场和政府行为，第4阶段股票市场是比较健康、 理性的，这也说明政府的控险措施起到了稳定发展市场的作用。